Đầu tiên, phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng thể (hồi quy OLS dữ liệu bảng) được thực hiện để phân tích mối quan hệ giữa ROA đối với sự mức tăng trưởng nợ của doanh nghiệp ( thông qua biến đại diện là thay đổi của chỉ tiêu nợ trên
Prob > F 0.0002
kiểm định Hausman
Prob > F 0.0000
chủ sở hữu ). Kết quả hồi quy OLS dữ liệu bảng cho thấy mức tăng trưởng nợ có tác động quan trọng đối với sự phát triển ROA. Cụ thể, hệ số hồi quy của biến tăng trưởng nợ có dấu âm (-0.0402) nghĩa là khi thay đổi của chỉ tiêu nợ trên vốn năm nay so với năm trước tăng 1 đơn vị thì ROA năm nay giảm 0.0402 đơn vị, ROA 1 năm trước đó tăng 1 đơn vị thì ROA năm nay sẽ tăng 0.7 đơn vị, tăng trưởng doanh thu tăng 1 đơn vị thì ROA tăng 0.0449 đơn vị và đều có ý nghĩa tại mức 1%.
Bên cạnh đó, hệ số R-squared của mô hình hồi quy ở mức là 66.49%. Điều này có nghĩa mô hình này giải thích được tương đối kết quả về mối quan hệ giữa tăng trưởng nợ và ROA. Ngoài, kiểm định F với giá trị dưới 0,01 cũng cho thấy mô hình phù hợp với tập dữ liệu và sử dụng được.
Tuy nhiên, độ vững và tính hiệu quả của các hệ số trong phân tích dữ liệu bảng dựa
trên phương pháp hồi quy bình phương nhỏ nhất tổng thể (Pooled OLS) có thể bị nghi ngờ vì mô hình OLS tổng thể không cần quan tâm đến các yếu tố không thể thu thập được hoặc ảnh hưởng riêng lẻ, đặc thù từng doanh nghiệp, trong khi vấn đề ảnh hưởng riêng lẻ là một trong những hiện tượng xảy ra thường xuyên ở những nghiên cứu thực nghiệm (Baltagi, 2005) .Do đó, để xử lý vấn đề về các yếu tố không quan sát được (unobserved heterogeneity), mô hình ảnh hưởng ngẫu nhiên (RE) và ảnh hưởng cố định (FE) được sử dụng. Nhưng trước khi ước lượng FEM, ta kiểm định pooling test xem có tồn tại sự không đồng nhất giữa các đơn vị chéo để có thể lựa chọn giữa mô hình FE và OLS (Frees, 2004). Nếu mô hình FE phù hợp hơn OLS thì kiểm định Hausman sẽ được thực hiện để kiểm tra sự tương quan giữa các ảnh hưởng cố định với các biến giải thích hay lựa chọn giữa mô hình FE và RE. Sau đó lựa chọn mô hình phù hợp thì kiểm tra hiện
tượng đa cộng tuyến, tự tương quan và phương sai sai số thay đổi.
Ta thực hiện kiểm định này bằng các thực hiện F-test trên mô hình FE với giả thuyết H0 là các hệ số chặn giữa các công ty là bằng nhau hay nói cách khác là không ồn tại tác động đặc trưng của đối tượng.
Với p-value nhỏ hơn 0.01 nên ta bác bỏ giả thuyết Ho với mức ý nghĩa 1% và kết luận tồn tại tác động đặc trưng của từng đơn vị chéo nên mô hình FE và RE phù hợp hơn
phương pháp hồi quy pooled OLSKiểm định Hausman để lựa chọn mô hình FE và RE
Giả định của mô hình RE là cov(ε,Xit,k) = 0 trong khi giả định của mô hình FE là cov(ε,Xit,k) = σ2. Nếu giả định cov(ε,Xit,k) = 0 không thỏa thì mô hình phân tích theo phương pháp REM sẽ dễ phát sinh vấn đề nội sinh, khi đó ước lượng tác động ngẫu nhiên
sẽ không còn nhất quán, kiểm định Hausman sẽ test giả thuyết H0 là cov(ε,Xit,k) = 0 nhưng trên thực tế giá trị chính xác của εi không tính được. Giả thuyết H0 khác thay thế là βFEM = βREM .
H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i chi2 (31) = 26932.08
Prob>chi2 = 0.0000
Kiểm định Modified Wald cho ta thấy kết quả kiểm định phương sai thay đổi có giá trị p-value nhỏ hơn 0,05 (0,0000) chứng tỏ mô hình tồn FE tại phương sai thay đổi.
Kiểm định hiện tượng tự tương quan giữa biến ROA và các biến độc lập
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
F(1,30) = 5.270
Prob > F = 0.0289
Kiểm định Wooldridge cho thấy kết quả kiểm định tự tương quan có giá trị p-value lớn hơn 0,05 (0.1273) chứng tỏ mô hình FE tồn tại hiện tượng tự tương quan bậc nhất.
Để khắc phục hiện tượng tự tương quan và phương sai sai số thay đổi thì tác giả sử dụng kỹ thuật hồi quy GLS.
Kiểm định hiện tượng đa cộng tuyến giữa biến ROA và các biến độc lập
Tác giả sử dụng hệ số phóng đại phương sai VIF để kiểm tra hiện tượng đa cộng
tuyến. Theo kinh nghiệm của các nghiên cứu trước đây cho thấy nếu VIF lớn hơn 10 (khi Ri2> 0,9) thì biến này được coi là có hiện tượng đa cộng tuyến rất cao.
Với giá trị p-value nhỏ hơn 0.01 sau khi kiểm định bằng phần mềm Stata thì ta bác
bỏ H0 và kết luận mô hình RE không phù hợp để ước lượng dữ liệu bảng nên chúng ta tiếp tục với mô hình FE.Kiểm định hiện tượng phương sai sai số thay đổi giữa biến ROA và các biến
TTNO _________1.01________ ________0.99________ 0.0091
Size _________1.01________ ________0.99________ 0.0143
OLS FEM REM GLS
ROA i,t ROA i,t ROA i,t ROA i,t
ROAi,t-1 0.70041*** -0.05695 -0.03019 -0.10928 0.70041*** -0.05695 0.68309*** -0.05051 TTDT 0.04492*** -0.01264 0.03163** -0.01201 0.04492*** -0.01264 0.03449*** -0.00706 TSHH -0.00061 -0.03078 -0.15325* -0.08858 -0.00061 -0.03078 -0.02153 -0.0172 TTNO i,t -0.04020*** -0.00975 -0.04660*** -0.00993 -0.04020*** -0.00975 -0.04017*** -0.00364 TTNO i,t-1 -0.01071 -0.01023 -0.02673*** -0.00979 -0.01071 -0.01023 -0.00907** -0.00458 Size -0.00334 -0.00571 -0.01675** -0.00837 -0.00334 -0.00571 -0.00201 -0.00362 0.0169 0.15410*** 0.0169 0.01059 _cons -0.03398 -0.05246 -0.03398 -0.02145 N 124 124 124 124
Số liệu dòng 1 là hệ số hồi quy, dòng 2 là sai số chuẩn Với *p-value<0.10, ** p-value<0 value<0.0105, ***p-
Nguồn: Tính toán của tác giả
Bảng 4.4 trình bày kết quả thống kê hệ số phóng đại phương sai (VIF) cho phương
trình (1). Kết quả thống kê cho thấy tất cả các hệ số VIF đều nhỏ hơn 2 nên không có mô hình nào bị đa cộng tuyến. Nghĩa là, các biến độc lập không có tương quan và phụ thuộc lẫn nhau.
ROA trễ 1 kỳ có ý nghĩa thông kê. Từ kết quả nghiên cứu nhận được, tác giả ghi nhận phương trình hồi quy:
ROA i,t = 0.01059 + 0.68309 ROAi,t-1 + 0.03449TTDT -0.02153 TSHH
Tác động của tăng trưởng nợ trong cùng kỳ tới hiệu quả hoạt động ROA
Tăng trưởng nợ tại giai đoạn 2016-2020 có tương quan âm với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp với mức ý nghĩa 1% tại cùng thời điểm tăng trưởng nợ tăng 1 đơn vị sẽ làm giảm 0.04017 đơn vị ROA. Điều này ủng hộ cho cả hai lý thuyết đầu tư quá mức và đầu tư dưới mức. Thứ nhất, về vấn đề đầu tư quá mức khi một doanh nghiệp tăng trưởng nợ đồng nghĩa với đòn bẩy tài chính sẽ tăng cao hơn. việc sử dụng đòn bẩy tài chính cao làm góp phần ngăn cản hành vi lạm dụng dòng tiền của nhà quản lý (Jensen, 1986; Stulz, 1990) bởi vì họ phải ưu tiên thực hiện các nghĩa vụ với chủ nợ trước. Nghĩa
là phải chi trả nợ vay và lãi gốc bằng dòng tiền hiện có của doanh nghiệp trước khi đầu tư vào dự án. Hơn nữa khi doanh nghiệp có đòn bẩy tài chính cao, các chủ nợ sẽ tăng cường các biện pháp kỷ luật và giám sát. Từ đó, hạn chế vấn đề đầu tư quá mức, Thứ hai, về vấn đề đầu tư dưới mức, Myers (1977) cho rằng các doanh nghiệp tăng nợ sử dụng đòn bẩy cao buộc phải từ bỏ các dự án có NPV dương vì áp lực trả nợ. Đồng thời, đòn bẩy cao dễ dẫn đến chi phí sử dụng vốn cao (vì chủ nợ đòi hỏi tỷ suất sinh lợi cao hơn do e ngại về rủi ro) và tính thanh khoản thấp làm cho doanh nghiệp dễ rơi vào tình trạnh kiệt quệ tài chính. Vì vậy, các nhà quản lý buộc phải giảm đầu tư để giảm thiểu rủi
ro cho doanh nghiệp. Giả thuyết H1 được đặt ra trước đó bị bác bỏ.
Bên cạnh đó nghiên cứu có sử dụng biến tăng trưởng nợ 1 kỳ trước đó TTNOi,t-1 nhằm xem xét độ trễ của biến tăng trưởng nợ, kết quả cho thấy tăng trưởng nợ của năm trước có tác động ngược chiều đối với hiệu quả hoạt động ROA. Khi tăng trưởng nợ kỳ trước tăng lên 1 đơn vị sẽ làm hiệu quả hoạt động doanh nghiệp giảm 0.00907 đơn vị với mức ý nghĩa thống kê 5%. Điều này cho thấy hiệu quả sử dụng nợ để đầu tư của doanh nghiệp niêm yết chưa tốt trong giai đoạn nghiên cứu. Giả thuyết H2 được đặt ra
Tác động của ROA kỳ trước đến ROA hiện tại
Hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp còn được quyết định bởi ROA của những kỳ
trước. Tỷ suất sinh lời ở các kỳ trước là một dấu hiệu tích cực đến tỷ suất sinh lời ở hiện tại. Khi một doanh nghiệp kỳ trước có ROA tăng 1 đơn sẽ là hiệu quả hoạt động của kỳ này tăng 0.68309 đơn vị cho thấy được dư âm của ROA trước đó doanh nghiệp ảnh hưởng mạnh mẽ đến ROA năm nay.
Tác động của tăng trưởng doanh thu đến hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp
Kết quả mô hình hồi quy cho biết tăng trưởng doanh thu có tác động đồng biến với
hiệu quả hoạt động doanh nghiệp, khi tăng trưởng doanh thu tăng lên 1 đơn vị sẽ làm cho hiệu quả hoạt động tăng 0.03449 đơn vị . Khi tốc độ tăng trưởng doanh thu doanh nghiệp càng cao sẽ tác động làm hiệu quả kinh doanh càng cao. Kết quả này cũng phù hợp với lý thuyết và giả thuyết tác giả đặt ra ban đầu, điều này cho thấy việc tăng doanh thu giúp doanh nghiệp có thêm nguồn vốn để chi trả cho các chi phí, tái sản xuất, mở rộng hoạt động kinh doanh nhằm tạo điều kiện mở rộng quy mô và thị trường tiêu thụ
TÓM TẮT CHƯƠNG 4
Trong chương 4 tác giả tiến hành thống kê mô tả các biến có thể thấy rõ tại năm 2020 biến TTDT và ROA lại giảm mạnh do dịch Covid-19 và khủng hoảng giá. Kết quả hồi quy cho thấy mức tăng trưởng nợ trong cùng một kỳ và trễ một kỳ có tác động ngược
chiều với hiệu quả hoạt động của doanh nghiệp. Ngoài ra biến TTDT và ROA trễ một kỳ đều có tác động cùng chiều với ROA năm nay của doanh nghiệp, biến TSHH và SIZE
CHƯƠNG 5 KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ 5.1 Ket luận
Bài nghiên cứu sử dụng mẫu số liệu được thu thập từ 31 doanh nghiệp thương mại dầu khí được niêm yết trên Sàn giao dịch chứng khoán TP. Hồ Chí Minh giai đoạn 2016 đến 2020. Trong bài nghiên cứu này, tác giả tiến hành hồi quy mô hình hồi quy bảng tĩnh
lần lượt bằng các phương pháp hồi quy OLS, FEM, REM. Sau đó tác giả kiểm định tính phù hợp của ước lượng và chọn ra mô hình phù hợp nhất. Tiếp theo, tác giả kiểm định khuyết tật của mô hình và sử dụng kỹ thuật hồi quy GLS để giải quyết vấn đề phương sai thay đổi và tự tương quan.
Chỉ tiêu ROA bình quân giai đoạn 2016 - 2020 chỉ có 7 công ty trong 31 công ty được quan sát có giá trị ROA âm bao gồm: VMG, PEG, PIT, PCG, MTG, PND, PCN. Tổng cộng 20 doanh nghiệp có ROA bình quân dao động từ 0.00 đến 0.08. Số lượng doanh nghiệp có mức tăng trưởng doanh thu bình quân âm là 14 trong đó 12 doanh nghiệp nằm trong khoảng -10% - 0%, các doanh nghiệp còn lại đều tăng trưởng dương và 8 doanh nghiệp trong 17 doanh nghiệp nằm trong khoảng 0% - 10%. Chỉ tiêu D/E của
các doanh nghiệp này tập trung nhiều nhất tại khoảng giá trị 0.7 - 1.5 bao gồm 18 doanh nghiệp trên tổng 31 doanh nghiệp và tăng trưởng nợ tập trung nhiều nhất và khoảng giá trị là -0.1 đến 0.1 bao gồm 17 doanh nghiệp trên tổng 31 doanh nghiệp. Tăng trưởng doanh thu giai đoạn 2016-2019 đểu tăng so với năm trước do bắt đầu khôi phục từ khủng
hoảng dầu mỏ năm 2014 nhưng giảm vào năm 2020 do dịch Corona và khủng hoảng giá
dầu thế giới.
Tổng quan hệ số hồi quy của ROA và tăng trưởng nợ cho thấy mức tăng trưởng nợ
nghiệp trong cùng kỳ mà tác động tiêu cực này còn kéo dài lên kỳ tiếp theo. Cụ thể khi tăng trưởng nợ hiện tại tăng 1 đơn vị sẽ làm ROA 1 năm sau giảm 0.00201 đon vị với mức ý nghĩa 5%. Điều này cho thấy các doanh nghiệp dầu khí Việt Nam có hiệu quả sử dụng nợ vay thấp, không thích ứng kịp thời với cuộc khủng hoảng 2020. Các doanh nghiệp này phải tăng tỷ trọng nợ vào 2020 với thay đổi bình quân là 13.26% nhưng tăng
trưởng doanh thu bình quân là -19.81% và ROA là thay đổi từ 0.0249 bình quân năm 2019 xuống còn 0.0071. Ngoài ra 2 chỉ tiêu là ROA kỳ trước và tăng trưởng doanh thu có mối quan hệ cùng chiều với ROA với mức ý nghĩa 1%.
5.2 Khuyến nghị
5.2.1 Nâng cao hiệu quả kinh doanh
Tác giả đã chỉ ra là hiệu quả kinh doanh kỳ trước có ảnh hưởng tích cực và tăng trưởng doanh thu đến hiệu quả kinh doanh hiện tại nên đây là một chỉ tiêu cần phải thiện.
Để có thể tăng hiệu quả kinh doanh doanh nghiệp cần thực hiện đồng thời các biện pháp
nhằm gia tăng doanh thu cũng như tối thiểu hóa chi phí hoạt động. Để có thể nâng cao hiệu quả kinh doanh, tác giả khuyến nghị như sau:
Dự báo tình trạng giá dầu trong nước và thế giới
Các doanh nghiệp thương mại dầu khí thường dự trữ một lượng nhất định các sản phẩm dầu khí và sản phẩm có giá bán chịu quản lý chặt chẽ từ các cơ quan chức năng của nhà nước mà quy định giá bán theo pháp luật lại phụ thuộc vào giá dầu thế giới nên doanh thu sẽ giảm nếu giá dầu khí thế giới giảm. Vì vậy các doanh nghiệp thương mại dầu khí phải dự báo sự biến động của thị trường dầu khí trong nước và thế giới nhằm xây dựng phương án kinh doanh phù hợp với tình trạng giá dầu. Tác giả khuyến nghị doanh nghiệp nên tăng cường đầu tư vào việc dự báo giá dầu đặc biệt là các doanh nghiệp
Ngoài ra việc dự trữ không hợp lý ngoài việc gây lãng phí vì có tính chất đặc thù, dễ dàng hao hụt trong quá trình vận chuyển và lưu trữ thì cũng khiến cho doanh nghiệp gia tăng chi phí và giảm biên lợi nhuận của doanh nghiệp nếu thị trường thế giới biến động mạnh như năm 2020. Để có thể giảm tình trang hao hụt này các doanh nghiệp cần phải liên tục kiểm tra và bảo dưỡng các công cụ thiết bị để chứa và vận chuyển dầu khí cũng những đầu tư vào các công nghệ mới trong lĩnh vực lưu trữ để có thể tối thiểu hóa mức độ hao hụt giúp tăng hiệu quả kinh doanh.
Đa dạng hóa phương thức thanh toán cho sản phẩm bán ra
Với sự phát triển của các ngân hàng số cũng như ảnh hưởng từ dịch Corona khiến người dân Việt Nam càng có xu hướng sử dụng các dịch vụ thanh toán điện tử. Việc triển
khai các công nghệ thanh toán điện tử tại các cửa hàng kinh doanh dầu khí không chỉ tăng cường tính công khai minh bạch mà còn tăng cường trải nghiệm cho khách hàng cũng như nâng cao chất lượng dịch vụ của các doanh nghiệp thương mại dầu khí. Bên cạnh đó, điều này cũng góp phần thay đổi thói quen sử dụng tiền mặt trong dân chúng.. Ở Việt Nam hiện nay, mặc dù việc tích hợp các dịch vụ khác trong các trạm nhiên liệu đã được triển khai, tuy nhiên hiệu quả khai thác còn thấp. Nhiều nguyên nhân có thể kể đến như chất lượng các dịch vụ đi kèm còn thấp, do vấn đề an toàn cháy nổ nên việc sử dụng các thiết bị di động tại các cửa hàng bán lẻ dầu khí như điện thoại, máy tính bị hạn